payamvha/North_RAG huggingface dataset:
بخش مرکزی شهرستان صیدون، یکی از بخش‌های شهرستان صیدون در استان خوزستان ایران است. مرکز این بخش، شهر صیدون است. پیشینه تقسیماتی. در زمان حکومت پهلوی (مهر ۱۳۵۳) با تصویب هیئت وزیران دهستان صیدون از استان کهگیلویه و بویراحمد جدا و به بخش جانکی شهرستان ایذه (شهرستان باغ‌ملک کنونی) ملحق شد. سپس در تاریخ ۱۲ بهمن ۱۴۰۱ به شهرستان ارتقا یافت. تقسیمات کشوری. شهر: صیدون جمعیت. بر پایه سرشماری عمومی نفوس و مسکن در سال ۱۳۹۵، جمعیت بخش مرکزی شهرستان صیدون برابر با ۱۳٬۹۴۱ نفر بوده است.
بخش میداوود، یکی از بخش‌های شهرستان باغ‌ملک در استان خوزستان ایران است. مرکز این بخش، شهر میداوود است. تقسیمات کشوری. شهر: میداوود جمعیت. بر پایه سرشماری عمومی نفوس و مسکن در سال ۱۳۹۵، جمعیت بخش میداوود برابر با ۱۵٬۳۰۲ نفر بوده‌است.
بخش مرکزی، یکی از بخش‌های شهرستان باغملک در استان خوزستان ایران است. مرکز این بخش، شهر باغملک است. تقسیمات کشوری. شهر: باغ‌ملک جمعیت. بر پایه سرشماری عمومی نفوس و مسکن در سال ۱۳۹۵، جمعیت بخش مرکزی شهرستان باغ‌ملک برابر با ۴۹٬۵۴۷ نفر بوده‌است.
بخش جایزان یکی از بخش‌های تابعه شهرستان امیدیه در استان خوزستان در جنوب غربی ایران است. تقسیمات کشوری. شهرها: جایزان مردم. مردم این بخش را بیشتر لرها به خصوص ایل بهمئی تشکیل می دهند که به زبان لری بهمئی سخن می گویند. جمعیت. بنابر سرشماری مرکز آمار ایران، جمعیت بخش جایزان شهرستان امیدیه در سال ۱۳۸۵ برابر با ۱۵۲۲۹ نفر بوده‌است.
بخش مرکزی شهرستان امیدیه یکی از بخش‌های تابعه شهرستان امیدیه در استان خوزستان در جنوب غربی ایران است. بخش مرکزی به لحاظ آب و هوایی گرم و خشک قلمداد می‌شود و در مقاطعی از تابستان گرمترین نقطه دنیا را با دمای بیش ۵۰ درجه سانتیگراد به خود اختصاص می‌دهد. بخش مرکزی امیدیه در برادری با شهرستان آغاجاری با وجود ۳ شرکت بزرگ نفتی ازجمله شرکت بهره‌برداری نفت و گاز آغاجاری، شرکت خطوط منطقه یک انتقال گاز و پالایشگاه گاز بید بلند ۱ آغاجاری ازجمله نقاط زرخیر کشور ایران به لحاظ برخورداری از منابع نفت و گاز می‌باشند. بخش
لحاظ برخورداری از منابع نفت و گاز می‌باشند. بخش مرکزی امیدیه از ۲ شهر (امیدیه و میانکوه) و ۳۷ روستا(۲۴ روستای دارای دهیاری و ۱۳ روستای فاقد دهیاری) تشکیل شده‌است. تقسیمات کشوری. اسامی شهرهای بخش مرکزی امیدیه:(امیدیه و میانکوه) اسامی روستاهای بخش مرکزی امیدیه: (دونه، چاه سالم، مجنون، خیط العماره، حبابه علیا، یریسیه، شاه نبی، عشاره سفلی، آسیاب گدارچیتی، گرگری سفلی، گرگری علیا، امیر الموئمنین، نمره یک بالا، ابودهالیس، تنگ جعفر، صالحک، قلندری، نمره یک پایین، سورمقداد، محسنیه، حبابه وسطی، بحریه، خیط زبید، تچیه،
محسنیه، حبابه وسطی، بحریه، خیط زبید، تچیه، حمید آباد، صالح آباد، گطرانی، حبابه سفلی، عشاره علیا، حویله، غویل، خزینه علیا، عدعبیس، ابوسخیره، زوینه، ابوطرفایه) بخش مرکزی امیدیه از جنوب با شهرستان‌های بهبهان و هندیجان، از شمال با شهرستان رامشیر، از غرب با شهرستان ماهشهر و از شرق با بخش جایزان شهرستان امیدیه هم‌مرز است. جمعیت. بنابر سرشماری مرکز آمار ایران، جمعیت بخش مرکزی شهرستان امیدیه در سال ۱۳۹۵ برابر با ۸۲۰۰۰ نفر بوده‌است. پرجمعیت‌ترین روستای بخش مرکزی امیدیه روستای چاه سالم با جمعیتی بالغ بر ۳۲۰۰ نفر (بر
روستای چاه سالم با جمعیتی بالغ بر ۳۲۰۰ نفر (بر اساس سرشماری نفوس و مسکن سال ۱۳۹۵) می‌باشد.
بخش حُتی یکی از بخش‌های تابعه شهرستان لالی در استان خوزستان در جنوب غربی ایران است. جمعیت. بنابر سرشماری مرکز آمار ایران، جمعیت بخش حُتی شهرستان لالی در سال ۱۳۸۵ برابر با ۸۳۹۳ نفر بوده است.
بخش مرکزی شهرستان لالی یکی از بخش‌های تابعه شهرستان لالی در استان خوزستان در جنوب غربی ایران است. تقسیمات کشوری. شهرها: لالی جمعیت. بنابر سرشماری مرکز آمار ایران، جمعیت بخش مرکزی شهرستان لالی در سال ۱۳۸۵ برابر با ۲۷۵۲۱ نفر بوده است.
بخش چم خلف‌عیسی یکی از بخش‌های تابعه شهرستان هندیجان در استان خوزستان در جنوب غربی ایران است. تقسیمات کشوری. شهرها: زهره نام جدید. این بخش در سال ۱۳۸۶ شهر زهره نام گرفت. این شهر تا پیش از این، با نام چم به معنی کنارهی رودخانه و خلف و عیسی دو برادر نامگذاری شده بود. جمعیت. بنابر سرشماری مرکز آمار ایران، جمعیت بخش چم خلف عیسی شهرستان هندیجان در سال ۱۳۹۰ برابر با ۸۶۵۳ نفر بوده است &lt; جستارهای وابسته. اطلاعات بیشتر www.facebook.com/farhadhamdavi
بخش مرکزی شهرستان هندیجان یکی از بخش‌های تابعه شهرستان هندیجان در استان خوزستان در جنوب غربی ایران است. تقسیمات کشوری. شهرها: هندیجان جمعیت. بنابر سرشماری مرکز آمار ایران، جمعیت بخش مرکزی شهرستان هندیجان در سال ۱۳۸۵ برابر با ۴۶۹۷۵ نفر بوده‌است.
ضریب توان یا کوسینوس فی در یک سامانه الکتریکی AC اصطلاحی است که به نسبت "توان حقیقی" به "توان ظاهری" گفته می‌شود و مقداری بین ۰ تا ۱ دارد. توان حقیقی (توان اکتیو) در واقع توانایی یک مصرف‌کننده برای تبدیل انرژی الکتریکی به دیگر شکل‌های انرژی را نشان می‌دهد در حالی که توان ظاهری در اثر وجود اختلاف بین ولتاژ و جریان پدید می‌آید. با توجه به نوع بارها و میزان توان راکتیو آن‌ها توان ظاهری می‌تواند از توان حقیقی نیز بیشتر باشد. کم بودن ضریب توان (بزرگ بودن توان ظاهری نسبت به توان حقیقی) در یک مدار موجب بالا رفتن
نسبت به توان حقیقی) در یک مدار موجب بالا رفتن جریان در مدار و در نتیجه بالا رفتن تلفات در مدار می‌شود. بارهای پسیو (غیراکتیو). به‌طور کلی در یک مدار AC می‌توان مصرف‌کننده‌ها را از نظر نوع مصرف انرژی الکتریکی به دو دسته تقسیم کرد: انواع مختلف مصرف‌کننده‌ها در مدارهای الکتریکی رفتارهای متفاوتی از خود بروز می‌دهند؛ برای مثال مصرف‌کننده‌های اکتیو با تبدیل انرژی الکتریکی به شکل دیگری از انرژی، انرژی الکتریکی را مصرف می‌کنند. این رفتار در مصرف‌کننده‌های راکتیو کمی متفاوت است چرا که این مصرف‌کننده‌ها به جای مصرف
متفاوت است چرا که این مصرف‌کننده‌ها به جای مصرف انرژی الکتریکی این انرژی را ذخیره می‌کنند. این انرژی ذخیره شده تا زمانی در المان باقی می‌ماند که المان به وسیله یک جریان یا ولتاژ ثابت از طرف منبع، تغذیه شود. با پایان یافتن روند تغذیه، مصرف‌کننده راکتیو شروع به جبران انرژی کاسته شده می‌کند بدین صورت که انرژی ذخیره شده خود را دوباره به مدار بازمی‌گرداند. در مدارهای DC این عملکرد بارهای راکتیو تأثیر زیادی بر روی عملکرد شبکه الکتریکی نمی‌گذارد اما در یک مدار AC به علت تغییر دایم میزان انرژی وارد شده به مدار
AC به علت تغییر دایم میزان انرژی وارد شده به مدار بارهای راکتیو می‌توانند موجب ایجاد اختلال در عملکرد شبکه شوند به این صورت که در آغاز هر سیکل بارهای راکتیو مانند یک مصرف‌کننده از مدار انرژی دریافت می‌کنند و این انرژی را تا لحظه ماکسیمم یا پیک موج در خود نگاه می‌دارند. با کاهش یافتن روند تغذیه بار، این بار انرژی ذخیره شده خود را - که با توجه به نوع بار می‌تواند به صورت ولتاژ یا جریان باشد – به مدار بازمی‌گرداند این بازگشت انرژی تأثیرات خاصی را در مدار به دنبال خواهد داشت که به آن‌ها خواهیم پرداخت. ضریب
دنبال خواهد داشت که به آن‌ها خواهیم پرداخت. ضریب توان. در یک مدار کاملاً مقاومتی شکل‌موج جریان و ولتاژ با هم هم‌زمان هستند (یعنی در یک زمان صفر و ماکسیمم می‌شوند). حال اگر در مدار بار راکتیوی مانند خازن یا القاگر وجود داشته باشد انرژی ذخیره شده در این نوع بارها باعث به وجود آمدن اختلاف بین شکل‌موج ولتاژ و جریان می‌شود. این انرژی ذخیره شده به منبع، باز خواهد گشت در حالی که تأثیر مثبتی در عملکرد بار نخواهد داشت. به این ترتیب یک مدار با ضریب توان پایین در مقایسه با یک مدار با ضریب توان بالا نیازمند جریان
مقایسه با یک مدار با ضریب توان بالا نیازمند جریان بیشتری برای ایجاد مقدار ثابتی از توان حقیقی است. مدارهایی که شامل مصرف‌کننده‌های کاملاً مقاومتی هستند (مانند لامپ‌های رشته‌ای، بخاری‌های برقی، اجاق‌های برقی و ...) ضریب توانی برابر ۱ دارند در حالی که در مدارهایی که دارای بارهای راکتیو هستند (مانند خازن‌ها، موتورها، ترانسفورماتورها و...) ضریب توان کمتر از یک است. ضریب توان صفر در یک مدار بدین معناست که تمام بار مدار به صورت راکتیو است و در هر سیکل انرژی ذخیره شده در بار به منبع باز می‌گردد در حالی که زمانیکه
شده در بار به منبع باز می‌گردد در حالی که زمانیکه ضریب توان ۱ است تمام انرژی فرستاده شده به وسیله منبع در بار مصرف می‌شود. ضریب توان یک بار با توجه به جهت زاویه بین جریان و ولتاژ می‌تواند "پیش‌فاز" یا "پس‌فاز" باشد. برای نشان دادن جهت این زاویه از علامت منفی یا مثبت نیز استفاده می‌شود. در بارهای القایی مانند موتورهای الکتریکی یا ترانسفورماتورها شکل‌موج جریان عقب‌تر از ولتاژ است در حالی که این مورد در بارهای خازنی مانند بانک‌های خازنی یا کابل‌های زیر زمینی درست برعکس است به این ترتیب که شکل‌موج جریان از
درست برعکس است به این ترتیب که شکل‌موج جریان از شکل‌موج ولتاژ جلوتر است. با این حال هر دو نوع این بارها انرژی را در خود ذخیره می‌کنند با این تفاوت که در بارهای القایی انرژی به صورت میدان مغناطیسی و در بارهای خازنی انرژی به صورت میدان الکترواستاتیکی ذخیره می‌شود. اهمیت میزان ضریب توان در یک مدار به هزینه‌های مربوط به آن بازمی‌گردد. در بسیاری از کشورها مصرف‌کننده‌هایی که میزان ضریب توان آن‌ها از میزان استاندارد (این استاندارد برای بیشتر مصرف‌کننده‌ها مقداری بین ۰٫۹ تا ۰٫۹۵ است) کمتر باشد جریمه می‌شوند.
بین ۰٫۹ تا ۰٫۹۵ است) کمتر باشد جریمه می‌شوند. همچنین در مدارهای پر مصرف ضریب توان پایین موجب افزایش جریان در هادی‌ها شده و هزینه‌های مربوط به انتخاب هادی را افزایش می‌دهد این جریان اضافی موجب کاهش طول عمر تجهیزات تأمین‌کننده و توزیع‌کننده انرژی الکتریکی نیز می‌شود. محاسبه. توان AC جاری در یک مصرف‌کننده سه بعد دارد: حال میزان ضریب توان را می‌توان از فرمول زیر به دست آورد: در صورتی که شکل‌موج‌ها کاملاً سینوسی باشند، P ،Q و S می‌توانند سه ضلع یک مثلث در نظر گرفته شوند و به این ترتیب می‌توان به چنین نسبتی در
شوند و به این ترتیب می‌توان به چنین نسبتی در بین توان‌ها دست یافت: در صورتی که formula_3 را زاویه بین جریان و ولتاژ در نظر بگیریم، آنگاه برای به دست آوردن ضریب توان یا formula_4 خواهیم داشت: اصلاح ضریب توان. اصلاح ضریب توان یک تکنیک است که برای خنثی کردن آثار منفی بارهای راکتیو در یک شبکه AC به کار می‌رود. در این تکنیک با استفاده از بارهای راکتیوی با ضریب توان برعکس بار وارد شده به شبکه (برای مثال استفاده از خازن برای خنثی سازی تأثیرات القاگرها در شبکه) اقدام به اصلاح ضریب توان یا نزدیک کردن هرچه بیشتر
اقدام به اصلاح ضریب توان یا نزدیک کردن هرچه بیشتر ضریب توان به عدد ۱ می‌کنند. تجهیزات مورد استفاده در فرایند اصلاح ضریب توان عبارت‌اند از: اندازه‌گیری ضریب توان. ضریب توان در یک مدار تک فاز (یا یک مدار سه فاز متعادل) را می‌توان از روش "وات‌متر- آمپرمتر- ولت‌متر" اندازگیری کرد. به این ترتیب که توان به دست آمده به صورت وات (توان حقیقی) را بر حاصل ضرب ولتاژ و جریان (توان ظاهری) تقسیم می‌کنیم. نسبت به دست آمده در واقع میزان ضریب توان بار است. البته ضریب توان در یک مدار سه فاز نامتعادل را نمی‌توان به این روش
در یک مدار سه فاز نامتعادل را نمی‌توان به این روش اندازه‌گیری کرد. برای اندازه‌گیری ضریب توان می‌توان از یک دستگاه اندازه‌گیری مستقیم ضریب توان نیز استفاده کرد. نوع آنالوگ این دستگاه از دو قاب گردان الکترودینامیکی تشکیل شده‌است. این دو قاب گردان به صورت موازی به مدار متصل شده‌اند. اگر این دو قاب را A و B بنامیم در سر راه قاب A یک مقاومت و در سر راه قاب B یک القاگر قرار داده شده‌است به این ترتیب جریان در قاب B نسبت به قاب A با تأخیر همراه است. در حالتی که ضریب توان ۱ باشد جریان در قاب A با جریان مدار هم
ضریب توان ۱ باشد جریان در قاب A با جریان مدار هم زاویه است و بنابراین گشتاور بیشینه در قاب A به وجود می‌آید و میزان ضریب توان را حداکثر مشخص می‌کند بنابراین ۱ بودن ضریب توان مشخص خواهد شد. در ضریب توان صفر، جریان جاری در قاب B با جریان مدار هم زاویه است و بنابراین گشتاور بیشینه در این قاب به وجود خواهد آمد که نشان دهنده مینیمم بودن ضریب توان است. در ضریب توان‌های بین این دو مقدار دستگاه اندازه‌گیری با توجه به نسبت گشتاور در دو قاب میزان ضریب توان را مشخص می‌کند. نوع دیگری از دستگاه‌های اندازه‌گیری مستقیم
نوع دیگری از دستگاه‌های اندازه‌گیری مستقیم ضریب توان دستگاه‌های دیجیتال هستند. این دستگاه‌ها با اندازه‌گیری میزان اختلاف زمانی بین شکل‌موج جریان و ولتاژ یا اندازه‌گیری میزان توان ظاهری و توان حقیقی میزان ضریب توان را تشخیص می‌دهند. روش اول - یعنی اندازه‌گیری میزان اختلاف بین جریان و ولتاژ - تنها در صورتی قابل استفاده است که شکل‌موج جریان و ولتاژ کاملاً سینوسی باشد. در بارهایی مانند یکسوکننده‌ها استفاده از این روش میزان درست ضریب توان را اندازه‌گیری نخواهد کرد.
چنار سفلی یا چنار شیخ، روستایی از توابع بخش مرکزی شهرستان اسدآباد در استان همدان ایران است. این روستا از نظر وسعت و جمعیت بزرگ‌ترین روستای شهرستان اسدآباد و همدان می‌باشد. جمعیت. این روستا در دهستان دربندرود قرار دارد و براساس سرشماری مرکز آمار ایران در سال۱۳۹۵ ، جمعیت آن ۳۶۲۶ نفر (۱۰۹۰ خانوار) بوده‌است. مردم چنار شیخ به زبان فارسی پهلوی صحبت میکنند. این روستا طبق متن کتاب فرهنگ جغرافیایی چاپ ۱۳۳۱ خورشیدی ایران که اثر حسینعلی رزم آرا است .جمعیت این روستا را ۴۱۹۵ بیان میکند
دکترای حرفه‌ای نوعی مدرک تحصیلی است که در ایران به پزشکان عمومی، دندانپزشکان عمومی، داروسازان عمومی ، شنوایی شناسان ، فیزیوتراپیست ها و دامپزشکان عمومی از دانشگاه‌های مورد تأیید وزارت بهداشت و وزارت علوم اعطا می‌شود. دکترای حرفه‌ای. در برخی از رشته‌های تحصیلی دانشگاه‌ها و موسسات آموزشی عالی (شامل رشته‌های پزشکی، دندانپزشکی، داروسازی و دامپزشکی) پذیرش دانشجو در مقطع دکترای حرفه‌ای صورت می‌گیرد. تعداد واحدهای این مقاطع از ۲۱۶ واحد در داروسازی تا ۳۰۰ واحد در پزشکی متغیر است،به طور مثال در رشته پزشکی عمومی به
متغیر است،به طور مثال در رشته پزشکی عمومی به طور معمول در هر نیمسال تحصیلی مجاز به انتخاب ۱۲ الی ۲۰ واحد می باشد و در صورتی که میانگین کل نمرات دانشجو در یک نیمسال حداقل ۱۷ باشد می تواند با نظر استاد راهنما و موافقت دانشکده در نیمسال بعد تا ۲۴ واحد درسی انتخاب کند. حداکثر مدت مجاز تحصیل معمول از ۶-۱۰ سال بسته به رشته است. پذیرفته‌شدگان بیشتر این رشته‌ها، امکان ادامه تحصیل تا دورهٔ تخصصی و حتی فوق‌تخصصی در زمینهٔ خاصی را دارا می‌باشند. برنامه دوره دکتری عمومی پزشکی (بر طبق آیین نامه آموزشی دوره دکتری عمومی
پزشکی (بر طبق آیین نامه آموزشی دوره دکتری عمومی پزشکی - مصوب شصت و هفتمین جلسه شورای عالی برنامه ریزی علوم پزشکی): مرحله اول:علوم پایه مرحله دوم: مقدمات بالینی مرحله سوم: کارآموزی بالینی مرحله چهارم: کارورزی
پل مهران نام پلی است در بخش کوخرد شهرستان بستک در غرب استان هرمزگان، یکی از آثارهای تاریخی و از نقاط دیدنی استان هرمزگان در جنوب ایران است. این پل به روی رودخانه مهران در نقطهٔ التقاء راه سراسری شهرستان بستک به شهرستان بندر لنگه ایجاد شده‌است. پل مهران در منطقهٔ مِهران و در جنوب پاسگاه ژاندارمری مهران واقع شده‌است. قبل از ایجاد این پل در فصل زمستان در موقع بارندگی وطغیان رودخانه ارتباط بین شهرهای لار و بستک و بندر لنگه قطع می‌شده‌است. پل درواه ناخ مابین دو روستای آسو و صالح‌آباد قرار دارد. آب این رودخانه
روستای آسو و صالح‌آباد قرار دارد. آب این رودخانه شور است و به صورت عادی زیاد نیست اما موقع بارندگی طغیان می‌کند و آبش فوق العاده زیاد وعبوراز آن ناممکن می‌شود. گاهی در اثر طغیان زیاد رودخانه قطع ارتباط بین این شهرهای مذکور از ۱۵ تا ۲۰ روز به طول می‌انجامیده‌است. اما با ایجاد این پل توسط دولت دیگه این مشکل رفع شده‌است.
ماچدونیو ملونی (۱۱ آوریل ٬۱۷۹۸-۱۱ اوت ۱۸۵۴) فیزیکدان ایتالیایی بود. زندگی‌نامه. وی در سال ۱۸۲۴ در پارما زاده شد. در سال ۱۸۳۱ به فرانسه مهاجرت کرد. و تا سال ۱۸۴۸ در رصدخانه وسوویوس مشغول به فعالیت شد. در ۵۶ سالگی در ناپل درگذشت. فعالیت علمی. او تحقیقاتی در باره امواج فروسرخ داشت. وی پیل گرمایی را طوری اصلاح کرد که نسبت به تغییرات دما فوق العاده حساس بود.ملونی از این پیل برای کشف پرتوهای فروسرخ استفاده کرد٬و در سال ۱۸۴۶ میلادی ٬تأثیر حرارتی مهتاب را از نقطه‌ای بالای کو وزوو اندازه گیری کرد.
هارلو شپلی (زاده ۲ نوامبر ۱۸۸۵ - درگذشته ۲۰ اکتبر ۱۹۷۲) اخترشناس آمریکایی زندگی‌نامه. در سال ۱۹۱۳ از دانشگاه پرینستون درجه دکتری گرفت و از سال ۱۹۱۴ در رصدخانه مونت ویلسن(در کالیفرنیا)مشغول به کار شد و از سال ۱۹۲۱ به مدیریت رصدخانه هاروارد منصوب گردید و تا آخر عمر همین سمت را عهده دار بود فعالیتهای علمی. شپلی نخستین کسی است که سیمایی از کهکشان عرضه کرد که در آن مفهومی از ابعاد واقعی نشان داده شده بود. این اخترشناس امریکایی با مطالعه‌ی توزیع خوشه های کروی در راه شیری دریافت که خورشید جایی در نزدیکی لبه‌ی راه
شیری دریافت که خورشید جایی در نزدیکی لبه‌ی راه شیری قرار دارد.
توافق‌نامهٔ شنگن توافق‌نامه‌ای است که به برداشته شدن مرز بین ۶ کشور اروپایی انجامید و امکان مسافرت بدون روادید بین این کشورها را فراهم کرد. این توافق‌نامه در سال ۱۹۸۵ بین پنج کشور اروپای غربی به امضا رسید و کشورهای دیگر به تدریج به این توافق‌نامه پیوستند. هم‌اکنون ۲۹ کشور اروپایی از قوانین این توافق‌نامه پیروی می‌کنند. تاریخچه. توافق‌نامهٔ شِنگن در سال ۱۹۸۵ میلادی در روستایی به نام شنگن از توابع لوکزامبورگ از سوی بلژیک، فرانسه، آلمان غربی، هلند و لوکزامبورگ به امضا رسید. همه کشورهای اتحادیه اروپا به‌جز
به امضا رسید. همه کشورهای اتحادیه اروپا به‌جز ایرلند وارد این توافق‌نامه شده‌اند. این توافق‌نامه در ۲۶ مارس ۱۹۹۵ با پیوستن ایتالیا، اسپانیا، پرتغال و یونان به آن اجرایی شد. وضعیت حقوقی. با اینکه پیمان شنگن در سال ۱۹۹۷ در قوانین اتحادیه اروپا ادغام شد، اما بخشی از قوانین لازم‌الاجرای اتحادیه اروپا نیست. به همین دلیل، جمهوری ایرلند با وجود عضویت در اتحادیه اروپا عضو حوزه شنگن نیست. از سوی دیگر چهار کشور سوئیس، ایسلند، لیختن‌اشتاین و نروژ که عضو اتحادیه اروپا نیستند این پیمان را امضا کرده و در حوزه شنگن قرار
نیستند این پیمان را امضا کرده و در حوزه شنگن قرار دارند. پیوستن بلغارستان و رومانی. بلغارستان و رومانی در دسامبر ۲۰۲۴ به عضویت کامل منطقه شنگن درآمدند. در آغاز اتریش به دلیل نگرانی از مهاجرت غیرقانونی از مسیرهای زمینی با عضویت کامل رومانی و بلغارستان در اتحادیه اروپا مخالفت کرده بود. اما بعد موافقت کرد در گام نخست مرزهای دریایی و زمینی مشمول شنگن شوند و سپس رفت‌وآمد بدون روادید از مرزهای زمینی ممکن شود. با عضویت کامل بلغارستان و رومانی در توافق‌نامه شنگن، تنها جمهوری ایرلند و قبرس هستند که با وجود عضویت در
جمهوری ایرلند و قبرس هستند که با وجود عضویت در اتحادیه اروپا عضو این توافق‌نامه نیستند. اعضا. هم‌اکنون ۲۹ کشور اتریش، بلژیک، بلغارستان، کرواسی، جمهوری چک، دانمارک، استونی، فنلاند، فرانسه، آلمان، یونان، مجارستان، ایسلند، ایتالیا، لتونی، لیختن اشتاین، لیتوانی، لوکزامبورگ، مالت، هلند، نروژ، لهستان، پرتغال، رومانی، اسلواکی، اسلوونی، اسپانیا، سوئد، سوئیس عضو این توافق‌نامه هستند.
شمشیر آسمانی یک بازی ویدئویی به سبک اکشن-ماجراجویی و هک اند اسلش است که توسط استودیوی نینجا تئوری توسعه یافته، و به‌وسیلهٔ سونی کامپیوتر انترتینمنت به‌طور انحصاری و به عنوان بازی زمان عرضه برای کنسول پلی‌استیشن ۳ منتشر شده‌است. روند بازی. "شمشیر آسمانی" یک بازی اکشن-ماجراجویی با روند بازی شدید هک اند اسلش است. ناریکو شخصیت اصلی، از سلاحی به نام «شمشیر آسمانی» استفاده می‌کند، که بسته به حالت حمله‌ای که بازیکن به عنوان بخشی از سبک مبارزهٔ منحصربه‌فرد استفاده می‌کند به یکی از سه شکل تغییر می‌کند. به منظور
می‌کند به یکی از سه شکل تغییر می‌کند. به منظور اکتشافات و نبردهای خاص، بازی همچنین از روش رویداد فوری استفاده می‌کند. در بعضی مراحل بازیکن باید نقش خواهر ناتنی ناریکو، یعنی کای را بازی کند. داستان. یک شمشیر آسمانی نیرومند از بهشت آمده‌است و به صاحب آن قدرت خاصی می‌بخشد. اکنون ناریکو شخصیت اصلی بازی وظیفه دارد از این شمشیر محافظت کند تا به دست شاه بوهان نیفتد اما دارندهٔ این شمشیر عمرش به‌زودی به پایان می‌رسد، در این بازی شما از پنج روز مانده به مرگتان شروع به بازی می‌کنید و باید از آن محافظت کنید. البته
به بازی می‌کنید و باید از آن محافظت کنید. البته شاه بوهان پدر ناریکا را هم گروگان گرفته‌است.
در آمار و احتمال، به بیان ساده، تابعِ چگالیِ احتمالِ یک متغیر تصادفی پیوسته به تابعی گفته می‌شود که انتگرال آن در هر بازهٔ معین، برابر با احتمال قرار داشتن متغیر تصادفی در آن بازه است. بنابراین، احتمال این‌که یک متغیر تصادفی پیوسته، یک مقدار معیّن اختیار کند، صفر است. مقدار تابع چگالی احتمال همواره غیرمنفی است. توزیع پیوسته یک‌متغیره. احتمال آنکه متغیر تصادفی X در بازه [a,b] واقع شود از رابطهٔ زیر بدست می‌آید: همچنین کل مساحت زیر نمودار برابر است با ۱؛ یعنی: در نتیجه تابع توزیع تجمعی را می‌توان به صورت زیر
در نتیجه تابع توزیع تجمعی را می‌توان به صورت زیر نوشت: و اگر "f" تابعی پیوسته باشد: تعریف. متغیر تصادفی X را در نظر بگیرید که مقدار آن در فضای اندازه formula_5 تعریف شده و توزیع احتمال آن اندازه "X"∗"P" در formula_5 است، آنگاه چگالی X نسبت به اندازه مرجع "μ" در formula_5 بواسطه مشتق رادون−نیکودیم به شکل زیر تعریف می‌شود: به عبارت دیگر، به ازای هر مجموعه اندازه‌پذیر formula_9، "f" می‌تواند هر تابع قابل اندازه‌گیری با ویژگی زیر باشد: برخلاف احتمالی که به یک متغیر تصادفی گسسته نسبت داده می‌شود، تابع چگالی
متغیر تصادفی گسسته نسبت داده می‌شود، تابع چگالی احتمال می‌تواند مقادیر بیشتر از یک را نیز اختیار کند. به‌طور مثال توزیع یکنواخت در بازه [۱/۲ ،۰] چگالی احتمالی "f"("x") = ۲ برای ۰ ≤ "x" ≤ ½ دارد و "f"("x") = ۰ برای خارج این بازه دارد با داشتن تابع چگالی احتمالی متغیر تصادفی "X" می‌توان مقدار امید ریاضی آن را به شکل زیر محاسبه کرد: چند روش محاسبه. از روش‌های بدست آوردن تابع چگالی احتمالی متغیر تصادفی "X" مشتق‌گیری از تابع توزیع تجمعی ("F"X("x" آن است و که به صورت زیر تعریف می‌شود formula_12 یک روش دیگر برای
صورت زیر تعریف می‌شود formula_12 یک روش دیگر برای بدست آوردن تابع چگالی احتمالی متغیر تصادفی "X" تخمین مقدار آن در یک بازه کوچک مانند formula_14: است. یا به عبارت دیگر formula_16: رابطه بین توزیع‌های گسسته و پیوسته. می‌توان بعضی از متغیرهای تصادفی گسسته را نیز با استفاده از تابع چگالی احتمالی توصیف کرد. به‌طور مثال برای متغیر تصادفی که دو مقدار ۱ و -۱ را هر کدام با احتمال ۱/۲ می‌گیرد، می‌توان چگالی احتمال زیر را نسبت داد به‌طور کلی اگر متغیر تصادفی "n" مقدار حقیقی را اختیار کند می‌توان تابع چگالی احتمال آن
حقیقی را اختیار کند می‌توان تابع چگالی احتمال آن را به این شکل نوشت که مقادیر "x"1, …, "xn" مقادیری هستند که متغیر تصادفی "X" با احتمال "p"1, …, "pn" اختیار می‌کند.. چگالی احتمال توابع چندمتغیره. برای متغیرهای تصادفی formula_19 همچنین می‌توان یک تابع چگالی چندمتغیره تعریف کرد که به تمامی "formula_20"ها بستگی داشته باشد که به آن تابع چگالی احتمال مشترک (توأم) گویند. این تابع چگالی تابع چگالی formula_21 متغیره نام دارد به‌طوری‌که به ازای هر فضای احتمال "formula_21" بعدی "formula_23" از متغیرهای تصادفی
"formula_21" بعدی "formula_23" از متغیرهای تصادفی formula_19 احتمال اینکه این دسته متغیرها در "formula_23" قرار بگیرند، به صورت زیر است: اگر("F"("x"1, …, "x""n") = Pr("X"1 ≤ "x"1, …, "X""n" ≤ "x""n" باشد، به آن توزیع تجمعی احتمال بردار ("X"1, …, "X""n") گوییم که در آن صورت توزیع چگالی احتمال توأم از طریق مشتق‌گیری از آن بدست می‌آید: چگالی توزیع حاشیه‌ای. "(fXi"("xi" به ازای "i"=۱، ۲، …,"n" چگالی توزیع حاشیه‌ای می‌گوییم که فقط تابع "Xi" است. می‌توان آن را از طریق انتگرال‌گیری از توزیع تجمعی نسبت به n-1
از طریق انتگرال‌گیری از توزیع تجمعی نسبت به n-1 متغیر دیگر بدست آورد. استقلال. تابع توزیع مشترک n متغیره "X"1, …, "Xn" مستقل از تک تک آن‌ها مستقل است اگر و تنها اگر: نتیجه فرعی. اگر بتوان تابع توزیع مشترک یک بردار n تایی را به صورت حاصلضرب n تابع تک متغیره نوشت (لزومی ندارد که هر "fi" یک چگالی احتمال باشد) در آن صورت n متغیر از یکدیگر مستقل هستند و چگالی توزیع احتمال هریک به صورت زیر محاسبه می‌شود: مثال. این مثال ابتدایی حالت ساده دو متغیره از تعریف تابع چکالی احتمال چند متغیره است. فرض کنید فضای
تابع چکالی احتمال چند متغیره است. فرض کنید فضای formula_32 یک فضای دو متغیره با بردار مختصات ("X", "Y") است. احتمال اینکه formula_32 در کنج مثبت باشد، اینگونه است: جمع دو متغیر تصادفی مستقل. تابع چگالی احتمال دو متغیر مستقل U و V، که هر یک دارای یک تابع چگالی احتمالند، کانولوشن تابع چگالی تک تک آن هاست: می‌توان رابطه بالا را به N متغیر مستقل، با چگالی‌های "U"1, …, "UN" تعمیم داد: متغیرهای وابسته و تغییر متغیر. اگر تابع چگالی احتمال متغیر تصادفی X به صورت "(fX"("x" داده شده باشد، می‌توان (ولی معمولاً
"(fX"("x" داده شده باشد، می‌توان (ولی معمولاً غیرضروری است، زیر را مشاهده کنید) تابع چگالی احتمال متغیری مانند ( را محاسبه کرد. به این کار «تغییر متغیر» می‌گویند و در عمل برای تولید متغیر تصادفی با شکل دلخواه با استفاده از مولد عدد تصادفی شناخته شده (برای مثال یکنواخت)، مورد استفاده قرار می‌گیرد. اگر تابع g یکنواخت باشد، در آن صورت تابع چگالی حاصل به صورت زیر است: در اینجا منظور از "g"−1، تابع معکوس و منظور از "'g"، تابع مشتق است. این به دنبال این حقیقت ناشی می‌شود که احتمال در ناحیه مشتق‌گیری تحت تأثیر
می‌شود که احتمال در ناحیه مشتق‌گیری تحت تأثیر تغییر متغیر، باید ثابت بماند. یعنی: یا برای توابعی که یکنواخت نیستند، تابع چگالی احتمال "y" به صورت زیر است: که در آن ("n"("y" تعداد جواب‌های "x" برای رابطه و ("g"−1"k"("y"ها همان جواب‌ها هستند. حال وسوسه انگیز است که در مورد امید ریاضی(("E"("g"("X" نیز بیندیشیم. به این منظور ابتدا باید چگالی احتمال("fg(X" را برای متغیر تصادفی جدید ( بیابیم. به جای محاسبه بهتر است. را محاسبه کرد. دو انتگرال در تمامی شرایط در حالی که "X" و ("g"("X" دارای تابع توزیع چگالی باشند،
که "X" و ("g"("X" دارای تابع توزیع چگالی باشند، جواب یکسانی دارند. هیچ الزامی وجود ندارد که تابع "g" یک تابع یک به یک باشد. برخی مواقع انتگرال دوم، بسیار راحت تر از اولی قابل محاسبه است. متغیرهای چندگانه. فرمول بالا را می‌توان به متغیرهایی (که آن‌ها را دوباره "y" می‌نامیم) وابسته به چند متغیر تصادفی تعمیم داد. ("f"("x"0, "x"1, …, "x""m"−1 را می‌توان به عنوان تابع چگالی احتمال "y" در نظر گرفت که به آن‌ها وابسته است که این وابستگی به صورت است. در نتیجه تابع چگالی به صورت زیر بدست می‌آید: که در آن انتگرال روی
به صورت زیر بدست می‌آید: که در آن انتگرال روی "m-1" بعد است و باید "dV" را متناسب با این انتگرال جایگزین کرد. متغیرهای تصادفی "x"0, "x"1, …, "x""m"−1 بالطبع توابعی از این پارامتریزه کردن‌ها هستند. شاید بصری به نظر برسد، ولی این ناشی از مطلب زیر است: فرض کنید 'x' یک متغیر تصادفی n-بعدی با تابع چگالی احتمال f است. اگر و "H" تابعی دوسویه و تشخیص پذیر باشد، "y" دارای چگالی احتمال "g" است: که مشتق در نظر گرفته شده، ماتریس ژاکوبی معکوس تابع "H" نسبت به "y" است. با استفاده از تابع دلتا، (و فرض بر استقلال) جواب
با استفاده از تابع دلتا، (و فرض بر استقلال) جواب یکسانی به صورت زیر بدست می‌آید. اگر تابع چگالی احتمال متغیرهای تصادفی مستقل "Xi", به صورت ("fXi"("xi" داده شده باشند، می‌توان تابع چگالی احتمال متغیرهایی مانند ( را حساب کرد. فرمول زیر ارتباطی بین تابع چگالی احتمال "y" که با ("fY"("y" نشان می‌دهیم و ("fXi"("xi" با استفاده از تابع دلتای دیراک برقرار می‌کند: